鄭曉冬，方向明

（中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，北京 100083）

一、引 言

當經(jīng)濟發(fā)展到一定階段后，建立社會養(yǎng)老保險制度，將養(yǎng)老納入公共財政范疇是諸多國家與地區(qū)的普遍做法。為應(yīng)對日益嚴重的農(nóng)村養(yǎng)老問題和保障農(nóng)村老年居民基本生活，中國的新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險（簡稱“新農(nóng)?！保┯?009年正式啟動試點，并快速成為了農(nóng)村社會保障體系的重要組成部分。新農(nóng)保的首批試點地區(qū)為全國10%的縣（市、區(qū)），隨后進入“擴大試點”和“加速擴面”階段，到2012年末，新農(nóng)保政策覆蓋了全國所有縣級行政區(qū)，全國參保人數(shù)達4.6億。2014年，國家將新農(nóng)保與城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險（簡稱“城居保”）合并為統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度，截至2016年底，全國城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險參保人數(shù)為5.1億，領(lǐng)取養(yǎng)老金的老年人數(shù)達1.5億，并已成為了世界上覆蓋人口最多的養(yǎng)老保障計劃①資料來源：人力資源和社會保障部2012年至2016年《人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》。。

新農(nóng)保政策②雖然新農(nóng)保已與城居保合并為城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險，但為了與已有研究的稱謂相呼應(yīng)以及方便后文分析，本文仍統(tǒng)一使用“新農(nóng)?！币辉~。在全國范圍內(nèi)實施后，不少學(xué)者開始評估該政策對農(nóng)村老年人及其家庭的福利水平與生活狀況的影響。包括貧困、消費、儲蓄、勞動供給和養(yǎng)老模式等（陳華帥和曾毅，2013；程令國等，2013；馬光榮和周廣肅，2014；張川川等，2015），這些研究豐富了新農(nóng)保政策評估的內(nèi)容。然而，隨著經(jīng)濟與社會的發(fā)展，個人福利的含義不再局限于經(jīng)濟福利，還表現(xiàn)在人們的主觀福利水平上，并且后者已成為人民福祉的重要體現(xiàn)（檀學(xué)文，2013）。主觀福利是用于表征個體對生活狀態(tài)在認知上和情感上的總體判斷，不僅體現(xiàn)個人的物質(zhì)生活狀態(tài)，也是精神生活狀態(tài)的反映，且與個人的健康狀況與死亡風(fēng)險等有緊密的聯(lián)系（Watkins等，2013）。在人口快速老齡化和社會主要矛盾轉(zhuǎn)變的背景下，實現(xiàn)“老有所養(yǎng)、老有所樂”的積極老齡化社會不僅是人們向往幸福生活的要求，也是新時代農(nóng)村社會發(fā)展的重要課題。因此，研究新農(nóng)保與農(nóng)村老年人主觀福利的關(guān)系對提高農(nóng)村居民養(yǎng)老質(zhì)量具有重要意義。

從國際經(jīng)驗來看，社會養(yǎng)老保險制度對老年人主觀福利有積極作用。Galiani等（2016）發(fā)現(xiàn)，墨西哥普惠制養(yǎng)老金制度使老年人家庭消費提高20%左右，同時使老年人抑郁程度下降了12%。Schatz等（2012）的研究表明，南非的養(yǎng)老金計劃對老年人的幸福感與生活滿意度均有正向影響，且對60~64歲女性老年人的影響更加明顯。Lloyd-Sherlock等（2012）基于巴西與南非兩輪調(diào)查的動態(tài)分析發(fā)現(xiàn)，兩國參加養(yǎng)老金項目的各個年齡段老年人的生活滿意度都有所上升。雖然中國的新農(nóng)保政策與國外的養(yǎng)老金制度有許多相同之處，比如實行自愿參保原則，養(yǎng)老金主要由政府財政承擔(dān)，但在具體的養(yǎng)老金水平、保障內(nèi)容以及給付方式上都有所不同。因此，這類國外經(jīng)驗并不一定適用于中國，新農(nóng)保政策的主觀福利效應(yīng)需要進行實證檢驗。

近年來，一些國內(nèi)學(xué)者對中國新農(nóng)保政策與農(nóng)村老年人主觀福利水平的關(guān)系進行了探索，但目前并未取得一致結(jié)論。一方面，有研究認為新農(nóng)保有顯著的主觀福利促進作用。張川川等（2015）的研究結(jié)果表明，新農(nóng)保有利于降低老年人的貧困發(fā)生率，提高主觀福利水平。何泱泱和周欽（2016）的研究發(fā)現(xiàn)，參加新農(nóng)保的老年人比未參保的老年人的抑郁程度平均低16%，且健康狀況較差、財富水平較低的老年人受益更明顯。劉西國和劉曉慧（2017）以生活滿意度指標表征主觀福利，也得到了類似結(jié)論。另一方面，有學(xué)者認為新農(nóng)保的主觀福利效應(yīng)并不明顯。比如，解堊（2015）根據(jù)2008年和2012年CHARLS浙江與甘肅兩省調(diào)查數(shù)據(jù)的研究表明，新農(nóng)保對老年人的抑郁狀況沒有任何作用，并認為新農(nóng)保的補助強度較小以及政策實施的時間較短是主要原因。

以上文獻為本文的研究提供了良好的研究思路與重要的參考價值，但這些研究或是基于部分省份數(shù)據(jù)進行分析，或是在研究的內(nèi)生性問題上考慮不足，又或是缺少詳細的群組差異討論。此外，以往相關(guān)文獻仍缺少對新農(nóng)保的影響機制問題，即新農(nóng)保如何影響了農(nóng)村老年人主觀福利的詳細討論與檢驗，而明晰新農(nóng)保福利效應(yīng)的作用途徑對于明確新農(nóng)保產(chǎn)生影響的主要來源與進一步的政策改進均有啟示意義。鑒于此，本文基于具有廣泛代表性的2011年和2013年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，首先利用滯后項估計、工具變量法和斷點回歸法克服可能存在的內(nèi)生性問題，進而評估新農(nóng)保對農(nóng)村老年人主觀福利的影響；其次基于老年人群體特征與養(yǎng)老金水平對新農(nóng)保的主觀福利效應(yīng)進行異質(zhì)性分析；最后討論并檢驗新農(nóng)保對農(nóng)村老年人主觀福利的影響路徑。研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保對農(nóng)村老年人，尤其是女性、低齡和留守老人的主觀福利有顯著的促進作用，且該影響主要發(fā)生在政策執(zhí)行早期以及領(lǐng)取養(yǎng)老金水平超過基礎(chǔ)養(yǎng)老金的情況下；在影響機制上，新農(nóng)保提高農(nóng)村老年人主觀福利水平的途徑有絕對收入效應(yīng)、相對收入效應(yīng)和時間分配效應(yīng)，其中相對收入效應(yīng)帶來的精神保障發(fā)揮了主要的作用。

相比以往文獻，本文的主要貢獻在于：（1）嘗試運用多種方法克服內(nèi)生性問題，從而得到新農(nóng)保主觀福利效應(yīng)的可靠結(jié)果，并進一步深入分析了影響的異質(zhì)性；（2）討論與檢驗新農(nóng)保主觀福利效應(yīng)的影響機制，更加全面地揭示當前階段新農(nóng)保與農(nóng)村老年人主觀福利的關(guān)系。

二、理論分析

通過梳理相關(guān)文獻，本文將新農(nóng)保的主觀福利效應(yīng)歸納為三個方面，分別為“絕對收入效應(yīng)”、“相對收入效應(yīng)”和“時間分配效應(yīng)”。

第一，絕對收入效應(yīng)。根據(jù)新農(nóng)保政策規(guī)定，擁有參保資格，且符合參保資格的子女已參保的農(nóng)村60歲及以上的老年人可直接領(lǐng)取中央政府提供的基礎(chǔ)養(yǎng)老金與地方政府的相應(yīng)補助①參保者領(lǐng)取的養(yǎng)老金由社會統(tǒng)籌賬戶與個人賬戶組成。其中，個人賬戶主要由個人繳費、地方政府補貼與集體補助組成，社會統(tǒng)籌賬戶則全部來自政府財政支付基礎(chǔ)養(yǎng)老金。新農(nóng)保政策設(shè)立之初，基礎(chǔ)養(yǎng)老金為每人每月55元，2014年新農(nóng)保基礎(chǔ)養(yǎng)老金上調(diào)為每人每月70元。雖然有參保資格的老年人可以直接領(lǐng)取養(yǎng)老金，但前提是其符合參保條件的子女應(yīng)當參保繳費，這一“家庭捆綁”條款飽受學(xué)界的質(zhì)疑和批評。。根據(jù)Cheng等（2018）的測算，2013年農(nóng)村老年人所得的新農(nóng)保養(yǎng)老金平均水平相當于農(nóng)村貧困線的41%。因此，從最直觀的絕對收入角度看，參加新農(nóng)保的老年人不用繳費便可得到一筆長期穩(wěn)定的額外收入。農(nóng)村老年人，特別是處于經(jīng)濟社會弱勢地位的老年人可通過使用這筆養(yǎng)老金轉(zhuǎn)變食物消費模式和改善醫(yī)療服務(wù)利用等來提高生活質(zhì)量與健康水平，從而提高主觀福利水平（何泱泱和周欽，2016）。相關(guān)實證研究包括，Case（2004）針對南非養(yǎng)老金項目的研究發(fā)現(xiàn)，老年人領(lǐng)取養(yǎng)老金后促進了高營養(yǎng)食物消費和醫(yī)療服務(wù)消費。張曄等（2016）的研究表明，新農(nóng)保養(yǎng)老金有助于提高農(nóng)村老年人常食水果蔬菜的營養(yǎng)攝取水平，并促進飲食均衡。

第二，相對收入效應(yīng)。經(jīng)濟學(xué)家Easterlin（1974）發(fā)現(xiàn)，收入的增長并不一定導(dǎo)致人們主觀幸福感的提高，這被學(xué)者們稱為“幸福悖論”。在眾多解釋“幸福悖論”的理論中，相對收入理論受到許多學(xué)者的認同。其基本論點是，人們在評估自己的幸福程度時，并非直接通過評價自己的絕對收入，而是通過對社會屬性相近的參照人群進行比較決定。當發(fā)現(xiàn)自己處于劣勢，則會產(chǎn)生一種被參照群體剝奪而處于相對貧困的負面情緒，這種相對剝奪感將對主觀福利產(chǎn)生負向影響。例如，有研究發(fā)現(xiàn)，當個人收入水平以及其他因素不變的情況下，鄰居收入水平與本人的幸福感有顯著的負相關(guān)關(guān)系（Dynan和Ravina，2007）。因此，即便個人或家庭消費水平并未因養(yǎng)老金而產(chǎn)生明顯變化，但養(yǎng)老金“從無到有”的轉(zhuǎn)變?nèi)匀灰饬x重大（賀雪峰，2017）。新農(nóng)保仍可能會通過改善農(nóng)村老年人群的收入分配而緩解相對貧困程度，增強老年人精神層面的安全感與獲得感，進而有利于促進農(nóng)村老年人群體的主觀福利。鑒于當前階段較低的繳費檔次和養(yǎng)老金絕對水平（解堊，2015），新農(nóng)保產(chǎn)生的相對收入效應(yīng)可能比絕對收入效應(yīng)更加明顯。

第三，時間分配效應(yīng)。養(yǎng)老金不僅具有收入效應(yīng)，同時也有可能改變參保者進行日常活動的時間配置。根據(jù)時間分配理論（Becker，1965），個體的效用水平由消費、閑暇、個人特征與家庭特征等形成的偏好所決定，人們可以通過貨幣收入購買商品和勞務(wù)來節(jié)約生產(chǎn)和勞動時間，從而獲得更多的可支配時間參加自己感興趣的活動。因而新農(nóng)保養(yǎng)老金可能會使參保老年人增加閑暇時間，提高社會活動參與水平。有研究表明，新農(nóng)保顯著降低了參保老年人的勞動供給，尤其是農(nóng)業(yè)勞動供給（張川川等，2015），同時提高了參與閑暇活動的概率（Cheng等，2018）。在有限的時間稟賦約束下，個體自主分配的時間越多，社會活動參與水平越高，則福利狀況就相對越好（Floro，1995）。因此，新農(nóng)保也可能通過增加老年人的閑暇時間，促進社會活動參與，進而改善農(nóng)村老年人主觀福利狀況。綜上所述，本文提出如下假說：

假說1：新農(nóng)保有顯著的主觀福利效應(yīng)，且對經(jīng)濟社會地位弱勢的群體發(fā)揮的作用更加明顯。

假說2：新農(nóng)保促進農(nóng)村老年人主觀福利的途徑包括絕對收入效應(yīng)、相對收入效應(yīng)和時間分配效應(yīng)，其中相對收入效應(yīng)發(fā)揮主要作用。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來自中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS），CHARLS是由北京大學(xué)國家發(fā)展研究院主導(dǎo)的大型全國家戶調(diào)查，調(diào)查范圍覆蓋了全國28個?。ㄊ?、自治區(qū)）150個縣450個村，CHARLS的全國基線調(diào)查始于2011年，共調(diào)查了約1萬戶家庭中的1.7萬個45歲及以上的中老年人。調(diào)查內(nèi)容主要包括個人與家庭信息、家庭成員交往、家庭收入支出、個人就業(yè)、健康、社會活動和生活方式等方面的信息。此外，在該調(diào)查的社區(qū)問卷中還記錄了每個調(diào)查地點的基本特征與相關(guān)社會經(jīng)濟情況。CHARLS于2013年進行了首次追蹤調(diào)查，為克服可能存在的內(nèi)生性問題，本文結(jié)合使用了2011年和2013年的CHARLS數(shù)據(jù)。同時，根據(jù)研究目標，保留了60歲及以上的農(nóng)村老年人樣本，最終獲得樣本4 606個。

（二）實證策略

本文首先估計新農(nóng)保對農(nóng)村老年人主觀福利的影響，設(shè)定基準線性回歸模型如下：

其中，SWB代表老年人主觀福利水平，NRPS表示農(nóng)村老年人參加新農(nóng)保的情況，X為一系列控制變量，包括個人特征、家庭特征、初始健康狀況以及健康行為等，ε為隨機擾動項。β1為本文關(guān)心的新農(nóng)保對老年人主觀福利的影響系數(shù)。

以上OLS模型得到無偏有效估計量的前提是新農(nóng)保變量外生，然而，新農(nóng)保與農(nóng)村老年人主觀福利之間的關(guān)系可能存在內(nèi)生性問題，其來源主要有兩個：一是聯(lián)立性問題，即老年人的主觀福利情況可能反過來影響新農(nóng)保的參保選擇。二是遺漏變量問題，比如，老年人的風(fēng)險偏好、性格特征等不可觀測因素同時影響其參保選擇和主觀福利水平。在這些情況下，OLS估計結(jié)果將有偏且不一致。因此，本文采取多種估計策略試圖克服以上問題。第一種估計策略是，采用滯后一期自變量避免互為因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問題（封進和余央央，2007）。第二種策略則是在第一種策略的基礎(chǔ)上，選取工具變量并運用兩階段最小二乘法（2SLS）得到新農(nóng)保對農(nóng)村老年人主觀福利影響的一致估計。兩階段估計模型如下：

其中，（2）式為第一階段估計方程，IV表示選取的工具變量；（3）式為第二階段的估計方程，為（2）式中NRPS的預(yù)測值。其余變量含義與式（1）相同。

2SLS有效估計的前提在于工具變量的合理?選取，我們除了在后文檢驗了工具變量的有效性外，還進一步運用近年興起使用的準實驗設(shè)計 斷點回歸法（RD）對新農(nóng)保的主觀福利效應(yīng)進行了穩(wěn)健性檢驗。斷點回歸法的基本思想是：將政策或項目決定個人是否受到“處理”的門檻或界線附近的樣本視為局部隨機分布，此時個體受到政策“處理”具有隨機干預(yù)的特征，對這部分樣本分析可以得出較“干凈”的處理效應(yīng)（Lee和Lemieux，2010）。由于新農(nóng)保政策遵循自愿參保原則，且存在“家庭捆綁”條款，并不適用于精確斷點回歸，因而本文運用模糊斷點回歸進行非參估計。斷點回歸非參估計得到的局部處理效應(yīng)表達式為：

其中，lwald表示斷點回歸非參估計得到的局部沃爾德（local wald）值，用于估計局部處理效應(yīng)，Z表示驅(qū)動變量，Zc表示驅(qū)動變量在斷點處的取值，本文的驅(qū)動變量為年齡，斷點在60歲左右。局部處理效應(yīng)由主觀福利指標在斷點右側(cè)與左側(cè)極限值之差所得，斷點處的極限值通常由局部線性核函數(shù)（local linear kernel regression）進行估計。

除評估新農(nóng)保的主觀福利效應(yīng)外，本文還運用了路徑分析方法實證檢驗了新農(nóng)保的影響途徑。路徑分析是探索和檢驗顯變量間關(guān)系的重要統(tǒng)計方法，其優(yōu)勢在于不僅可以檢驗自變量對因變量的直接影響，而且能得出兩者間可能存在的間接效應(yīng)，進而豐富兩者的關(guān)系。為避免在運用路徑分析方法時出現(xiàn)互為因果的內(nèi)生性可能，我們同樣采用滯后項自變量進行路徑分析考察影響路徑。這在很大程度上避免了自變量、中介變量與因變量關(guān)系中可能存在的互為因果問題（Acock，2013）。本文進行路徑分析時使用Stata13.1軟件操作，模型估計方法選擇極大似然法。

（三）變量選取與描述

1.因變量：主觀福利。借鑒已有研究的指標選?。◤埓ùǖ?，2015；何泱泱和周欽，2016；張曄等，2016），采用抑郁指數(shù)與生活滿意度作為主觀福利的衡量指標。其中，抑郁指數(shù)由CHARLS問卷中的簡版抑郁自評量表（CES-D10）所得，CES-D10量表廣泛運用于抑郁癥狀的測定，具有較高信度和效度（Andresen等，1994）。該量表共包含10個關(guān)于被訪者近一周心理狀態(tài)的問題，每個問題均有四個選項代表相應(yīng)的高低程度，按照計算CES-D得分的一般取值方法從低到高分別賦值為0~3分，問題得分匯總即得到抑郁指數(shù)，其取值范圍為0~30分①抑郁量表的10個問題包括：過去一周“我因一些小事而煩惱”、“我在做事時很難集中精力”、“我感到情緒低落”、“我覺得做任何事都很費勁”、“我對未來充滿希望”、“我感到害怕”、“我的睡眠不好”、“我很愉快”、“我感到孤獨”、“我覺得我無法繼續(xù)我的生活”。各個問題均有相同的四個選項，分別為：（1）很少或者根本沒有（<1 天），（2）不太多（1~2 天），（3）有時或者說有一半的時間（3~4 天），（4）大多數(shù)的時間（5~7天）。在對每題賦值時，第5題與第8題（下劃線標注）的賦值方向與其余題目相反，按照選項分別賦值3-0。，抑郁指數(shù)越高表示抑郁狀況越嚴重，主觀福利水平越低；生活滿意度來自CHARLS調(diào)查中生活滿意度問題條目“總體來看，您對自己的生活是否感到滿意”，選項包括“一點也不滿意”、“不太滿意”、“比較滿意”、“非常滿意”和“極其滿意”，按照以上選項順序分別賦值1~5，分值越高，則生活滿意度越高。

2.關(guān)鍵自變量與工具變量。本文的關(guān)鍵自變量為農(nóng)村老年人新農(nóng)保的參與情況，按參保與否分別賦值為1和0。針對可能存在的內(nèi)生性問題，借鑒已有相關(guān)研究的工具變量選?。R光榮和周廣肅，2014；Cheng等，2018），我們根據(jù)新農(nóng)保政策逐步試點的特點，基于采用調(diào)查時期被訪者所在村莊是否為新農(nóng)保試點地區(qū)（1=是，0=否）作為2SLS估計中的工具變量。選用新農(nóng)保試點作為工具變量的合理性在于，一方面，根據(jù)新農(nóng)保政策在全國漸進性實施的特點，村莊是否實施新農(nóng)保政策直接影響村內(nèi)居民的參保行為，未實施政策的農(nóng)村中居民無法參保，已實施新農(nóng)保政策的地區(qū)老年人參保概率更高，故滿足工具變量與內(nèi)生變量相關(guān)的條件。另一方面，對于給定的村莊是否開展新農(nóng)保政策以及政策實施時間主要是由政府決定，這與當?shù)氐睦夏耆酥饔^福利狀況并無直接關(guān)聯(lián)，因此也符合工具變量的外生性要求。

3.中介變量。絕對收入、相對收入和時間分配。首先，絕對收入指標由“個人總收入”表示，包括個人年工資收入和轉(zhuǎn)移收入，為便于結(jié)果的解釋，將絕對收入指標取對數(shù)處理。其次，相對收入指標包括客觀指標與主觀指標兩類，第一類是用于衡量客觀個人相對剝奪感的“相對貧困程度”（Deaton，2001），該指標通過比較個人收入與比其收入更高的參照群體之間的差距來評價個人相對收入情況，具體測算公式如下：

其中，RD表示老年人的相對貧困程度，F(xiàn)（y）為按照個人收入y排序的累計分布，m（y）代表個人所在村莊的平均收入，m+（y）表示村莊內(nèi)收入高于y的所有人的平均收入。若相對貧困程度越高，則相對剝奪感就越強，相對收入水平越低。第二類相對收入指標是用來測度主觀家庭經(jīng)濟狀況的“自評生活水平”，相應(yīng)的問卷題項為“總體來說，您怎么評價您自己家的生活水平”，并將選項中的“貧困”、“偏下”、“中等”、“偏上”和“非常高”分別賦值為1~5，分值越高，則表示主觀層面的相對收入水平越高。同時，以上兩類指標也是個人與家庭相對收入的反映。最后，本文根據(jù)CHARLS問卷中詢問被訪者過去一個月的社會活動參與情況來表征老年人的閑暇時間。老年人社會活動參與情況的測算分為三步：第一，根據(jù)以往文獻對社會活動的界定（薛新東和劉國恩，2012），將問卷中的8項社會參與性質(zhì)的活動指標①這8項社會活動包括：（1）串門、跟朋友交往，（2）打麻將、下棋、打牌、去社區(qū)活動室，（3）無償向不住在一起的親人、朋友或者鄰居提供幫助，（4）去公園或者其他場所跳舞、健身、練氣功等，（5）參加社團組織活動，（6）志愿者活動或者慈善活動，（7）無償照顧不住在一起的病人或殘疾人”（8）上學(xué)或者參加培訓(xùn)課程。納入老年人社會活動范疇；第二，根據(jù)每種社會活動的頻率，按照“不參加”、“不經(jīng)?！?、“差不多每周”和“差不多每天”的順序分別賦值為0~3，并將8項社會活動進行匯總；第三，將匯總后的社會活動參與得分進行標準化。②。其中，SPi指第i個樣本的社會活動參與情況，指第i個樣本參加各種社會活動的總得分， 表示老年人總體社會活動參與的平均水平，表示總體社會活動參與情況的標準差。社會活動參與指標越大，表示老年人社會活動參與的頻率越高，閑暇時間越充裕。

4.控制變量。老年人的主觀福利水平還將受到其個人和家庭社會經(jīng)濟特征影響（鄭曉冬和方向明，2016），因此本文選取的控制變量包括老年人的個人特征，家庭特征，初始健康狀況和健康行為等四方面，這些變量分別是性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度，醫(yī)療保險參與，家庭特征包括家庭規(guī)模、人均家庭收入（不包含養(yǎng)老金）、殘疾、慢性病、吸煙、喝酒。

5.變量描述與比較。表1報告了本文所用變量的描述性統(tǒng)計。從主觀福利指標看，2013年農(nóng)村老年人的平均抑郁指數(shù)為9.9分，接近10分的抑郁癥狀臨界值。如果按照抑郁指數(shù)10分為分界線對老年人樣本進行分組，則抑郁指數(shù)在10分及以上，即有精神抑郁癥狀的農(nóng)村老年人占全體的37.3%。農(nóng)村老年人的生活滿意度均值為3.1，即總體上對個人的生活“比較滿意”。從老年人新農(nóng)保參與情況看，2011年參保的農(nóng)村老年人占全體的26.5%。進一步觀察農(nóng)村老年人抑郁指數(shù)與生活滿意度關(guān)于新農(nóng)保參保狀況的分布發(fā)現(xiàn)，與未參保組老年人相比，參保組老年人抑郁指數(shù)分布更加偏左，生活滿意度更加偏右。以上結(jié)果初步顯示，新農(nóng)保養(yǎng)老金有利于提高農(nóng)村老年人的主觀福利水平。

表1 變量描述性統(tǒng)計

續(xù)表 1 變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

（一）新農(nóng)保對農(nóng)村老年人主觀福利的影響

表2為新農(nóng)保與農(nóng)村老年人抑郁指數(shù)和生活滿意度的滯后項OLS及2SLS回歸估計結(jié)果①由于生活滿意度為順序變量，我們也使用了Ordered Probit和IV Ordered Probit模型進行回歸，發(fā)現(xiàn)估計結(jié)果所得的系數(shù)符號、顯著性以及總體邊際效應(yīng)與OLS和2SLS估計結(jié)果接近，限于篇幅，這里不再報告。。其中，自變量和因變量分別來自2011年和2013年的調(diào)查數(shù)據(jù)。模型1和模型2的估計結(jié)果顯示，不論是否加入控制變量，新農(nóng)保對農(nóng)村老年人抑郁指數(shù)的影響都顯著為負，表明參加新農(nóng)保的老年人抑郁程度比未參保者更低。模型3中的2SLS回歸的第一階段估計結(jié)果顯示，村莊實施新農(nóng)保政策與當?shù)乩夏耆藚⒈Ｐ袨橛酗@著的正相關(guān)關(guān)系，這與本文預(yù)期一致，且第一階段回歸F值遠大于臨界值，因此可以認為不存在弱工具變量問題。第二階段回歸的Durbin-Wu-Hausman內(nèi)生性檢驗p值為0.016，說明新農(nóng)保變量顯著內(nèi)生，此時OLS估計結(jié)果將是有偏的，而2SLS回歸則能得到一致估計量。第二階段估計結(jié)果顯示，新農(nóng)保變量估計系數(shù)仍顯著為負，再次表明參加新農(nóng)保能夠減輕農(nóng)村老年人的抑郁狀況，對估計系數(shù)進行換算②邊際效應(yīng)換算為百分比的公式：，其中β為估計系數(shù)，Mc為未參保組的因變量均值?？芍?，新農(nóng)?？墒罐r(nóng)村老年人的抑郁程度平均下降13%左右。

表2 新農(nóng)保與農(nóng)村老年人主觀福利

以生活滿意度為因變量的估計結(jié)果也較為類似，模型4至模型6的結(jié)果顯示，不論是OLS回歸還是2SLS估計，新農(nóng)保變量對農(nóng)村老年人生活滿意度的影響均顯著為正，將2SLS估計結(jié)果中的估計系數(shù)換算后可知，新農(nóng)保可平均提高農(nóng)村老年人生活滿意度3%。綜合以上實證結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，參加新農(nóng)保能夠提升農(nóng)村老年人主觀福利水平。同時，新農(nóng)保的生活滿意度促進作用小于新農(nóng)保的抑郁改善效應(yīng)，可能的原因是，新農(nóng)保在精神保障作用上更加明顯，而在經(jīng)濟與物質(zhì)上對農(nóng)村老年人福利的促進效應(yīng)相對有限。

在控制變量估計結(jié)果方面，男性、年齡、已婚同居、受教育程度和參加醫(yī)療保險均對農(nóng)村老年人主觀福利有顯著的正向影響，而殘疾、慢性病以及喝酒對主觀福利則有負面作用。

如前文所述，2SLS估計有效的前提是工具變量的合理使用，雖然我們選取的“新農(nóng)保試點”在直覺上符合工具變量的相關(guān)性與外生性要求，同時模型的估計顯示了政策試點情況與老年人參保情況的顯著相關(guān)性，但仍需對其外生性進行檢驗?！靶罗r(nóng)保試點”可能內(nèi)生的原因在于試點縣/村的選取過程本身可能與居民主觀福利相關(guān)，為減輕這一擔(dān)憂，我們分別進行了安慰劑檢驗（placebo test）和證偽檢驗（falsification test）。其中，安慰劑檢驗采用新農(nóng)保政策實施前的2008年CHARLS浙江與甘肅兩省預(yù)調(diào)查數(shù)據(jù)，以預(yù)調(diào)查老年人主觀福利指標作為因變量，對居民所處村莊在2011年是否是“新農(nóng)保試點”進行回歸，如結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩者無顯著關(guān)系，則說明工具變量無明顯內(nèi)生性問題。證偽檢驗則是利用非政策作用對象，即領(lǐng)取養(yǎng)老金且非新農(nóng)保養(yǎng)老金的農(nóng)村老年人樣本，采用滯后項估計檢驗“新農(nóng)保試點”與這部分人群主觀福利的關(guān)系。由于這部分群體理論上不應(yīng)受到政策影響，因此如果兩者關(guān)系不顯著，則表明工具變量符合外生性要求（Cheng等，2018）。表3給出了工具變量外生性的檢驗結(jié)果，不難看出，不論是否加入控制變量，安慰劑檢驗與證偽檢驗中的“新農(nóng)保試點”變量均未通過顯著性檢驗，表明本文采用的工具變量有效。

表3 工具變量外生性的安慰劑檢驗與證偽檢驗

接下來，本文用斷點回歸非參估計來進一步驗證前述結(jié)果的穩(wěn)健性（見表4）。由于不同帶寬的估計精度與效率存在“此消彼長”的情況，為避免帶寬選擇的隨意性，我們按照Imbens和Kalyanaraman （2012）提出的算法，估算得出使回歸估計的均方誤差（MSE）最小的最優(yōu)帶寬（2.9 年），并選取最優(yōu)帶寬的 0.5 倍（+/?0.5）、1 倍（+/?1）和 2 倍（+/?2）分別進行斷點回歸估計。從全樣本結(jié)果（Panel A）來看，不論在何種帶寬下，新農(nóng)保仍對農(nóng)村老年人的抑郁程度有顯著的緩解作用，對生活滿意度有顯著的正向影響，且估計系數(shù)與前文中的2SLS回歸比較接近，表明我們所得的結(jié)果較為穩(wěn)健?？紤]到政策試點與非試點地區(qū)可能存在系統(tǒng)性差異，本文進一步對試點地區(qū)樣本進行了同樣的斷點回歸估計（Panel B），結(jié)果顯示，雖然新農(nóng)保對抑郁指數(shù)與生活滿意度的邊際效應(yīng)有小幅變動，但仍統(tǒng)計顯著，再次證實了結(jié)果的可靠性①此外，我們還對斷點回歸估計進行了有效性檢驗和證偽檢驗，具體操作過程參見張川川等（2015）。結(jié)果顯示，在斷點處附近，驅(qū)動變量密度函數(shù)連續(xù)平滑，各控制變量取值無顯著變化，非試點地區(qū)樣本的因變量指標也都平滑過渡，表明估計結(jié)果一致有效。限于篇幅，這里不再報告，讀者如有興趣可向作者索取。。

表4 模糊斷點回歸（Fuzzy RD）非參估計

（二）新農(nóng)保對農(nóng)村老年人主觀福利影響的異質(zhì)性

表5為新農(nóng)保與農(nóng)村老年人主觀福利關(guān)系在老年人性別、年齡與留守狀態(tài)方面的異質(zhì)性估計結(jié)果，估計方法為2SLS回歸。在具體分組時，將年齡分組界線設(shè)為70周歲，若老年人年齡為60至69歲，則定義為低齡老人，若老年人年齡為70歲及以上，則定義為中高齡老人；老年人的留守狀態(tài)由子女外出情況界定，如至少一個子女外出且外出時間連續(xù)6個月以上，則認為是留守老人，否則為非留守老人。

表5 新農(nóng)保與農(nóng)村老年人主觀福利關(guān)系的異質(zhì)性

表5的估計結(jié)果顯示，從性別分組情況看，新農(nóng)保對女性老年人主觀福利的改善效應(yīng)更加明顯，這與Schatz等（2012）對南非養(yǎng)老金計劃的研究結(jié)論一致?？赡艿脑蚴牵谵r(nóng)村家庭中，女性的家庭地位與經(jīng)濟獨立性相對較低，而獲取新農(nóng)保養(yǎng)老金更有助于降低女性老年人對家庭的經(jīng)濟依賴性，提高女性老年人的家庭地位和生活自尊，進而更明顯地提升主觀福利水平；從年齡分組情況看，不難發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保對低齡老人的主觀福利有更明顯的影響，而對中高齡老人的影響并不顯著。原因在于，相對于中高齡老人，低齡老人處于退出勞動力市場的早期階段，需要適應(yīng)從主要的家庭收入獲取者向被贍養(yǎng)者的角色轉(zhuǎn)變，養(yǎng)老金的獲取更有助于這部分老年人保持一定的家庭地位與話語權(quán)；從留守狀態(tài)分組情況看，新農(nóng)保對留守老人的抑郁程度有明顯的緩解作用，對生活滿意度有顯著的促進作用，而對于非留守老人，新農(nóng)保的影響則相對有限。可能的原因有：一是新農(nóng)保養(yǎng)老金在一定程度上彌補了子女外出導(dǎo)致的生活照料減少、精神慰藉缺失的分離效應(yīng)；二是新農(nóng)保的代際經(jīng)濟支持擠出效應(yīng)對于非留守老人群體更加明顯，即農(nóng)村老年人領(lǐng)取養(yǎng)老金后將更大程度上減少同住子女的經(jīng)濟贍養(yǎng)（陳華帥和曾毅，2013），而對留守老人所得到的代際經(jīng)濟支持的影響則相對較小。

表6為不同養(yǎng)老金水平與農(nóng)村老年人主觀福利關(guān)系的估計結(jié)果。本文將養(yǎng)老金水平分為三個等級，分別是“無養(yǎng)老金”、“基礎(chǔ)養(yǎng)老金”和“基礎(chǔ)養(yǎng)老金以上”①2011年新農(nóng)?；A(chǔ)養(yǎng)老金為每人每月55元，老年人獲取的新農(nóng)保養(yǎng)老金高于基礎(chǔ)養(yǎng)老金部分的來源于參加更高的繳費檔次、更多的地方政府或集體補助等。，并分別賦值為0~2，除了建立養(yǎng)老金水平的順序變量，我們還建立了“基礎(chǔ)養(yǎng)老金”（1=是，0=否）和“基礎(chǔ)養(yǎng)老金以上”（1=是，0=否）兩個虛擬變量用于檢驗不同養(yǎng)老金水平對主觀福利影響的差異。由于以抑郁指數(shù)（模型1~模型4）和生活滿意度（模型5~模型8）作為因變量的估計結(jié)果所得結(jié)論非常相似，因而本文主要討論不同養(yǎng)老金水平與農(nóng)村老年人抑郁程度的關(guān)系。模型1的滯后項OLS估計和模型2的2SLS估計結(jié)果均顯示養(yǎng)老金水平的提高對農(nóng)村老年人抑郁程度有顯著的緩解作用。進一步地，將養(yǎng)老金水平的兩個虛擬變量作為關(guān)鍵自變量代入模型，最終得到模型3的估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，與未參保老年人相比，領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金并不能顯著降低老年人抑郁程度，但領(lǐng)取金額超過基礎(chǔ)養(yǎng)老金后，新農(nóng)保的主觀福利效應(yīng)明顯增加。在模型4中，我們加入了養(yǎng)老金水平與參保時期（1=2011年，0=2011年前）的交互項來考察新農(nóng)保養(yǎng)老金主觀福利效應(yīng)的時期差異，結(jié)果顯示，交互項的系數(shù)顯著為正，表明老年人參保越晚，相同水平養(yǎng)老金的抑郁緩解作用越小。

表6 養(yǎng)老金水平與農(nóng)村老年人主觀福利

上述結(jié)果可以通過新農(nóng)保養(yǎng)老金的兩方面相對收入效應(yīng)來理解。其一，客觀相對收入效應(yīng)。一方面，2011年仍處于新農(nóng)保政策的擴大試點時期，未試點地區(qū)的老年人沒有領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金的可能，同時，由于新農(nóng)保政策遵循自愿參保原則，并且實行“家庭捆綁”條款，因此在試點地區(qū)內(nèi)也會有一部分人群持觀望與謹慎態(tài)度而不參保，從這一角度來看，領(lǐng)取養(yǎng)老金有利于緩解參保者在地區(qū)間和地區(qū)內(nèi)的相對貧困狀況。因此，當政策覆蓋面不斷增加，農(nóng)村居民參保率逐漸提高時，新農(nóng)保養(yǎng)老金的主觀福利效應(yīng)將下降，這就解釋了老年人參保越晚，新農(nóng)保的作用相對越小的結(jié)果。另一方面，本研究數(shù)據(jù)顯示，雖然大部分參保老年人繳費檔次較低，但養(yǎng)老金領(lǐng)取金額在70元以上的老年人占比仍有20%左右，因而不同的繳費檔次仍將造成參保老年人間存在一定的相對收入差異。所以，除基礎(chǔ)養(yǎng)老金的補助力度較小外，參保者間的相對收入差異也是養(yǎng)老金水平超過基礎(chǔ)養(yǎng)老金時主觀福利效應(yīng)開始顯現(xiàn)的原因之一。

其二，主觀相對收入效應(yīng)。但根據(jù)邊際理論，隨著人們收入提高，相同養(yǎng)老金的邊際效用將出現(xiàn)遞減。這也可以解釋后期參保的老年人獲得的主觀福利效應(yīng)較低的現(xiàn)象①隨著時間的推移，在人們收入提高的同時還伴隨著通貨膨脹的發(fā)生，后者也可以在一定程度上解釋同樣一筆養(yǎng)老金對于后參保老年人主觀福利的影響更弱的結(jié)果。。對于沒有穩(wěn)定收入來源或本身處于收入或健康貧困的老年人而言，等額的養(yǎng)老金發(fā)揮的作用比對經(jīng)濟狀況良好的老年人要大得多（何泱泱和周欽，2016）。因此，即使養(yǎng)老金水平較低，但作為長期穩(wěn)定的現(xiàn)金收入來源，其在很大程度上改變了農(nóng)村老年人“有飯吃，無錢花”的情況（賀雪峰，2017），使農(nóng)村老年人減少了對子代的經(jīng)濟依賴（陳華帥和曾毅，2013）、降低了與同類群體比較產(chǎn)生的相對剝奪感、增強了個人的自尊心和安全感、也獲得了對未來生活的信心與精神保障。這亦是為什么前述異質(zhì)性分析中弱勢群體從新農(nóng)保政策獲益更多的重要原因。

（三）新農(nóng)保對農(nóng)村老年人主觀福利的影響途徑

根據(jù)前文的理論分析，本節(jié)將從絕對收入、相對收入與時間分配三個方面檢驗新農(nóng)保對農(nóng)村老年人主觀福利的影響路徑。在進行路徑分析前，首先考察新農(nóng)保與中介變量之間的關(guān)系。表7給出了新農(nóng)保對各中介變量影響的2SLS估計結(jié)果。從具體的模型估計結(jié)果看，首先，新農(nóng)保對老年人收入的影響顯著為正，參加新農(nóng)保可使參保者的收入平均提高19.7%，表明絕對收入效應(yīng)存在；其次，新農(nóng)保對老年人的相對貧困程度有顯著的負向影響，且對老年人自評生活水平的影響顯著為正，說明不論從客觀還是主觀角度，新農(nóng)保均可減輕相對剝奪感，提高相對收入水平；最后，新農(nóng)保對老年人社會活動參與的影響系數(shù)也顯著為正，這意味著新農(nóng)保有助于增加農(nóng)村老年人的閑暇時間和促進其社會活動參與。

表7 新農(nóng)保與農(nóng)村老年人絕對收入、相對收入及時間分配

鑒于老年人收入本身處于較低水平，新農(nóng)保的經(jīng)濟福利作用需要進一步驗證。我們提取了2013年調(diào)查所得的老年人家庭消費支出數(shù)據(jù)（取對數(shù)處理），采用滯后項估計探究新農(nóng)保與老年人家庭不同種類消費支出的關(guān)系（見表8）。結(jié)果顯示，在選取的7項家庭消費支出中，僅家庭外出食物消費受到新農(nóng)保的正向顯著影響，表明新農(nóng)保養(yǎng)老金雖在一定程度上改善了老年人經(jīng)濟生活福利，但由于絕大多數(shù)老年人領(lǐng)取的養(yǎng)老金僅為55~100元/月，新農(nóng)保的作用仍比較有限，這與解堊（2015）的研究結(jié)論一致。

表8 新農(nóng)保與不同種類的家庭消費支出

那么，在新農(nóng)保的影響途徑中，哪一條途徑發(fā)揮了主要作用呢？表9給出了新農(nóng)保對農(nóng)村老年人主觀福利影響的路徑分析結(jié)果。由于本文設(shè)定的主觀福利指標與相對收入指標均有兩種，因此共對4個路徑分析模型進行了估計。為便于比較，模型中的估計系數(shù)均為標準化系數(shù)。從模型擬合統(tǒng)計量來看，各個模型的CFI統(tǒng)計量均在0.9以上，RMSEA統(tǒng)計量在0.05以下，表明模型擬合良好。模型1~模型2和模型3~模型4的主觀福利指標分別為抑郁指數(shù)和生活滿意度，相對收入指標包括相對貧困程度與自評生活水平，由于兩種主觀福利指標所得的路徑分析結(jié)果一致，因此這里僅對前兩個模型的結(jié)果進行具體解釋。

表9 新農(nóng)保對農(nóng)村老年人主觀福利的影響途徑

模型1估計結(jié)果顯示，所有間接效應(yīng)加總所得到的新農(nóng)保間接影響為?0.013，可解釋新農(nóng)保對農(nóng)村老年人抑郁指數(shù)總影響的40.6%。其中，在絕對收入效應(yīng)方面，新農(nóng)保對農(nóng)村老年人的個人總收入的影響顯著為正，同時個人總收入對老年人抑郁指數(shù)有負向顯著影響，這說明新農(nóng)?？赏ㄟ^提高絕對收入降低老年人抑郁程度，標準化系數(shù)值分別為0.117和?0.034，該條路徑的間接效應(yīng)為?0.004（?0.034×0.117）；在相對收入效應(yīng)方面，新農(nóng)保對相對貧困程度的影響顯著為負，而相對貧困程度則對老年人抑郁指數(shù)有顯著的正向影響，表明新農(nóng)?？赏ㄟ^降低參保者的相對貧困程度來緩解老年人的抑郁情緒，該條途徑的間接效應(yīng)為?0.006（?0.128×0.051）；在時間分配效應(yīng)方面，新農(nóng)保對老年人的社會活動參與有顯著的正向影響，而社會活動參與情況對老年人抑郁程度則有顯著的緩解作用，說明新農(nóng)保也可通過增加閑暇活動時間來改進農(nóng)村老年人主觀福利狀況，此路徑的間接效應(yīng)為?0.002（?0.027×0.062）。比較各影響路徑的貢獻可知，絕對收入和相對收入的中介作用均大于時間分配作用，表明新農(nóng)保的收入效應(yīng)比時間效應(yīng)更明顯。同時，新農(nóng)保通過相對收入效應(yīng)緩解老年人抑郁程度的作用比絕對收入效應(yīng)更大，即相對收入效應(yīng)的貢獻最為重要。以自評生活水平作為相對收入指標的模型2也得到了類似結(jié)果，在此不再贅述。值得一提的是，新農(nóng)保通過提高自評生活水平來緩解抑郁程度的間接效應(yīng)為?0.007（?0.212×0.033），比客觀相對收入效應(yīng)更大，再次表明新農(nóng)保的主觀福利效應(yīng)更多地體現(xiàn)在精神保障作用上。

五、結(jié)論與政策啟示

本文基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）2011年與2013年的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，實證分析了新農(nóng)保對農(nóng)村老年人主觀福利的影響及其作用途徑。研究結(jié)果表明，新農(nóng)保對農(nóng)村老年人的抑郁程度有顯著的緩解作用，對生活滿意度有明顯的促進作用?？傮w上，參加新農(nóng)保有利于農(nóng)村老年人主觀福利水平的提升，尤其對女性、低齡和留守老人的影響更為明顯；同時，不同養(yǎng)老金水平的影響存在明顯差異，當參保老年人僅領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金時，其主觀福利水平與未參保老年人并無顯著不同，而當領(lǐng)取養(yǎng)老金水平超過基礎(chǔ)養(yǎng)老金時，新農(nóng)保對農(nóng)村老年人主觀福利的正面影響開始顯現(xiàn)，且養(yǎng)老金的主觀福利改善作用隨參保時間的推移而減弱；在影響機制方面，新農(nóng)保的主觀福利效應(yīng)主要來源于三條途徑，分別是絕對收入效應(yīng)、相對收入效應(yīng)與時間分配效應(yīng)。在這三條影響途徑中，相對收入效應(yīng)的貢獻最為明顯，這表明新農(nóng)保促進農(nóng)村老年人主觀福利的主要原因并非物質(zhì)層面的經(jīng)濟支持，而是精神層面剝奪感的減少，以及安全感與獲得感的增加，后者塑造了參保者積極面對未來生活的信心與良好預(yù)期，從而提高了老年人的幸福感。

上述結(jié)論證實了本文的兩個研究假說，根據(jù)研究結(jié)果，本文提出以下政策建議：第一，繼續(xù)加大新農(nóng)保政策的財政補貼力度和政策保障力度，提高基礎(chǔ)養(yǎng)老金待遇，取消“家庭捆綁”條款，增進政策的基本生活保障作用，滿足農(nóng)村老年人日常生活的基本經(jīng)濟需求，努力使農(nóng)村老年人對美好生活的向往轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實。第二，新農(nóng)保政策應(yīng)向農(nóng)村女性老年人和留守老人等弱勢群體傾斜，政府需對低收入群體進行兜底，提高低收入者收入水平，擴大中等收入群體，調(diào)節(jié)過高收入，將收入差距控制在合理區(qū)間，減少農(nóng)村老年人的剝奪感，增加其獲得感和幸福感。第三，繼續(xù)提高社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)供給水平與質(zhì)量，尤其需要關(guān)注老年人精神慰藉需求，同時應(yīng)為農(nóng)村居民創(chuàng)造良好的參與社會活動的環(huán)境，積極建設(shè)社會文化活動和戶外健身活動場所和設(shè)施，鼓勵建立民間社會活動組織和團體，更好地提高農(nóng)村居民的生活質(zhì)量與福利水平。

限于數(shù)據(jù)，本文歸納的影響途徑未能完全解釋新農(nóng)保對農(nóng)村老年人主觀福利的影響機制，新農(nóng)保還可能通過提高參保者的家庭地位與自尊等方面促進其主觀福利，同時不同影響路徑的長期貢獻仍需進行檢驗。此外，新農(nóng)保與城居保已合并為城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度，進一步探究社會養(yǎng)老保險的福利效應(yīng)及其內(nèi)在機制的城鄉(xiāng)差異也是未來的一個研究方向。

* 衷心感謝清華大學(xué)中國農(nóng)村研究院博士論文獎學(xué)金項目的支持。感謝北京大學(xué)國家發(fā)展研究院中國經(jīng)濟研究中心提供了CHARLS數(shù)據(jù)支持。感謝兩位匿名審稿人的寶貴意見，當然文責(zé)自負。